4.6.1 Kiểm định lựa chọn mô hình
Bảng 4.6: Các kiểm định lựa chọn mô hình cho mô hình 1 - ROA
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata
Modified Wald test for groupwise heteroskedasticity in fixed effect regression model H0: sigma(i)^2 = sigma^2 for all i
Mô hình 1 - ROA Mô hình 2 - ROE
chi2 (33) = 3.2e+33 chi2 (33) = 2.9e+33
Prob > chi2 = 0.0000 Prob > chi2 = 0.0000
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata
Khi thực hiện phân tích hồi quy cho cả hai biến phụ thuộc ROA, ROE, kết quả được tổng hợp từ bảng 4.6 và bảng 4.7 cho thấy kiểm định F-Test và kiểm định Hausman đều cho rằng mô hình FEM là phù hợp khi p-value đều nhỏ hơn giá trị alpha (0.05), vì vậy tác giả bác bỏ giả thuyết H0.
Như vậy, trong ba mô hình Pooled OLS, FEM, REM khi hồi quy dữ liệu bảng thì mô hình FEM là phù hợp nhất với tổng thể số liệu nghiên cứu các nhân tố tác động đến hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam giai đoạn 2010 - 2020.
4.6.2 Kiểm định phương sai sai số thay đổi
Sau khi lựa chọn được mô hình FEM là phù hợp thì tác giả sẽ tiếp tục kiểm định các khuyết tật của mô hình. Một trong các giả định quan trọng khi thực hiện hồi quy tuyến tính đa biến là giả định phương sai của sai số không đổi (hay còn gọi là phương sai đồng nhất). Nếu xảy ra hiện tượng phương sai thay đổi, kết quả của phương trình hồi quy thu được khi sử dụng phương pháp FEM không còn chính xác, từ đó dẫn đến hậu quả đánh giá nhầm chất lượng của phương trình hồi quy.
Như vậy, để xét xem hiện tượng phương sai sai số thay đồi có tồn tại hay không, tác giả sẽ tiến hành kiểm định Modified Wald. Với giả thuyết H0: Phương sai sai số đồng nhất/ không đổi.
Wooldridge test for autocorrelation in panel data H0: no first-order autocorrelation
Mô hình 1 - ROA Mô hình 2 - ROE
F (1, 30) = 55.740 F (1, 30) = 75.456
Prob > F = 0.0000 Prob > F = 0.0000
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata
Kiểm định Modified Wald từ bảng 4.8 cho kết quả Prob = 0.0000 (ROA và ROE). Như vậy, Prob < 0.05 nên bác bỏ giả thuyết H0, suy ra mô hình có khuyết tật phương sai sai số thay đổi với mức ý nghĩa 5%.
4.6.3 Kiểm định tự tương quan
Sau khi phát hiện mô hình có khuyết tật phương sai sai số thay đổi, tác giả tiếp tục kiểm định khuyết tật của hiện tượng tự tương quan. Tự tương quan có thể được định nghĩa như là hiện tượng các thành phần của chuỗi các quan sát được sắp xếp theo thời gian hoặc không gian có mối quan hệ với nhau. Nếu giữa các sai số của mô hình tồn tại sự tương quan thì có thể dẫn đến việc các kết quả ước lượng từ phương pháp FEM không còn độ tin cậy nữa. Bài nghiên cứu này sẽ sử dụng kiểm định Wooldridge để kiểm định hiện tượng tự tương quan trong mô hình với giả thuyết H0: Không có hiện tượng tự tương quan bậc 1.
Tên biến Mô hình 1 - ROA Mô hình 2 - ROE SIZE 0.0018***(0.002) 0.0509***(0.000) DEP -0.0029**(0.015)______________________ -0.0478***(0.001) TNI 0.2397*** (0.000) 1.9178*** (0.000)
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata
Kết quả kiểm định Wooldridge từ bảng 4.9 cho kết quả Prob = 0.0000 (ROA) và Prob = 0.0000 (ROE).
Như vậy, cả 2 mô hình ROA và ROE đều có Prob < 0.05 nên tác giả bác bỏ giả thuyết H0, suy ra mô hình có hiện tượng tự tương quan bậc 1.
4.7 Tổng hợp kết quả kiểm định
Qua các kết quả kiểm định trên, có thể thấy được mô hình không có khuyết tật đa cộng tuyến. Mặc dù vậy, mô hình lại gặp phải hiện tượng tự tương quan và hiện tượng phương sai sai số thay đổi, điều này sẽ làm cho các ước lượng thu được bằng phương pháp hồi quy FEM trên dữ liệu bảng mà tác giả đã lựa chọn không hiệu quả và các kiểm định không còn đáng tin cậy. Do vậy, tác giả dùng phương pháp ước lượng bình phương tối thiểu tổng quát (GLS) để khắc phục khuyết tật phương sai và tự tương quan nhằm đảm bảo ước lượng thu được vững và hiệu quả (Wooldridge, 2002).
4.7.1 Kết quả ước lượng theo phương pháp GLS
Như đã trình bày ở trên, mô hình nghiên cứu đã gặp phải các vấn đề về phương sai sai số thay đổi và tự tương quan. Tuy không làm thiên lệch kết quả ước lượng của hệ số nhưng những vấn đề này có thể làm kết quả ước lượng không còn hiệu quả, đặc biệt là làm cho các sai số chuẩn của hệ số không còn là bé nhất. Và đề khắc phục những khiếm khuyết đó, tác giả sẽ sử dụng ước lượng theo phương pháp GLS đã xử lý vi phạm tự tương quan và phương sai sai số thay đổi.
TEX -0.0108*** (0.0000) -0.0999***(0.000) EQI 0.0239*** (0.002) -0.1686** (0.023) GDP 0.0083 (0.434) 0.1302 (0.307) INF 0.0184*** (0.000) 0.1683*** (0.000) Prob > Chi2 0.0000 0.0000
Ghi chú ***, **, * có ý nghĩa thống kê lần lượt ở mức 1%, 5% và 10%
Nguồn: Kết quả từ phần mềm Stata
• Đánh giá kết quả hồi quy ROA
Ước lượng mô hình hồi quy cho mô hình 1 cho kết quả giá trị p-value bằng 0.0000 nhỏ hơn 0.05 nên mô hình được đánh giá là phù hợp.
Kết quả mô hình nghiên cứu có phương trình như sau: Mô hình 1- ROA:
ROAit = - 0.0081 + 0.0018 SIZEit - 0.0029 DEPit + 0.2397 TNIit - 0.0108 TEXit + 0.0239 EQIit + 0.0083 GDPit + 0.0184 INFit + Uit
Kết quả mô hình 1 cho thấy biến SIZE, TNI, EQI, INF có tác động cùng chiều lên biến phụ thuộc ROA và có ý nghĩa thống kê với cùng mức ý nghĩa 1%. Điều này cho thấy khi một trong các nhân tố này tăng lên sẽ làm cho ROA có xu hướng tăng theo và ngược lại nếu giảm đi sẽ kéo ROA giảm theo. Các biến độc lập DEP, TEX có tác động ngược chiều lên ROA với mức ý nghĩa lần lượt là 5% và 1%. Điều này cho thấy khi một trong các nhân tố này tăng lên sẽ làm cho ROA có xu hướng giảm và ngược lại nếu giảm đi sẽ làm cho ROA tăng lên. Ngoài ra, biến GDP không có ý nghĩa thống kê.
• Đánh giá kết quả hồi quy ROE
Ket quả nghiên cứu cho ROE cũng giống như với ROA: giá trị p-value của mô hình hồi quy nhỏ hơn mức ý nghĩa 5%. Kết quả mô hình được đánh giá là phù hợp và sử dụng được. Mô hình cũng thể hiện được sự tác động của các biến độc lập đến biến ROE.
Kết quả mô hình nghiên cứu có phương trình như sau: Mô hình 2 - ROE:
ROEit = - 0.2735 + 0.0509 SIZEit - 0.0478 DEPit + 1.9178 TNIit - 0.0999 TEXit - 0.1686 EQIit + 0.1302 GDPit + 0.1683 INFit + Uit
Mô hình đưa ra yếu tố SIZE, TNI, GDP, INF có tác động cùng chiều lên ROE và có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa là 1%. Điều này cho thấy khi một trong các nhân tố này tăng lên sẽ làm cho ROE có xu hướng tăng theo và ngược lại nếu giảm đi sẽ kéo ROE giảm theo. Trong đó, biến GDP lại không có ý nghĩa thống kê.
Các yếu tố còn lại DEP, TEX, EQI đều có tác động ngược chiều lên ROE. Điều này cho thấy khi một trong các nhân tố này tăng lên sẽ làm cho ROE có xu hướng giảm và ngược lại nếu giảm đi sẽ làm cho ROE tăng lên. Trong đó, DEP và TEX với mức ý nghĩa 1% có ý nghĩa thống kê còn biến EQI có ý nghĩa với mức 5%.
4.7.2 Thảo luận nghiên cứu
• Yếu tố quy mô ngân hàng - SIZE
Bài nghiên cứu này, tác giả kỳ vọng biến SIZE có tác động dương tới ROA và ROE, có nghĩa là khi ngân hàng có một sự gia tăng về quy mô sẽ làm gia tăng hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Kết quả của cả hai mô hình cho thấy biến SIZE có ý nghĩa thống kê trên mô hình với mức ý nghĩa 1% tới ROA và 1% tới ROE. Hệ số hồi quy của biến SIZE tác động tới ROA và ROE lần lượt là 0.0018 và 0.0509. Kết quả này phù hợp với kỳ vọng của tác giả và được sự ủng hộ của Javaid, S và cộng sự (2011) và rất nhiều sự ủng hộ từ nhiều bài nghiên cứu khác. Thực tế cho thấy thị phần cung cấp sản phẩm dịch vụ chiếm nhiều ưu thế thuộc về các NHTM mang yếu tố nhà nước hoặc có quy mô lớn thường có hiệu quả về mặt chi phí. Các thị phần ngân hàng tư nhân còn lại, tuy tiềm năng khá lớn nhưng lại có quá nhiều ngân hàng tham gia khiến khách hàng có nhiều sự lựa chọn. Nhưng đối với các NHTM cỡ nhỏ, uy tín chưa cao, sản phẩm dịch vụ hạn chế thì khả năng cạnh tranh rất hạn chế. Thực tế chứng minh rằng các ngân hàng lớn thì khả năng có thể chịu được cú sốc khủng hoảng tốt hơn. Ngân hàng quy mô lớn có lợi thế cạnh tranh tốt, có ưu
thế đa dạng hoá danh mục tài sản và có nền tảng tài chính vững góp phần giảm thiểu rủi ro hơn.
• Yếu tố tỉ lệ tiền gửi trên tổng tài sản - DEP
Hệ số hồi quy của biến DEP tác động đến ROA là -0.0029 và tác động đến ROE là -0.0478. Nó cho thấy tỷ lệ tiền gửi trên tổng tài sản có tác động ngược chiều với hiệu quả hoạt động, có độ tin cậy 95% đối với ROA và độ tin cậy 99% đối với ROE.
Theo kết quả nghiên cứu, nếu ngân hàng chú trọng mục tiêu lợi nhuận cao sẽ tạo ra những trở ngại trong việc đẩy mạnh hoạt động trung gian tài chính, chẳng hạn: Lãi suất huy động thấp sẽ kém thu hút người dân gửi tiền, hạn chế nguồn vốn huy động. Vì vậy khi tỉ lệ tiền gửi giảm 1% thì ROA sẽ tăng 0.0029% và ROE cũng sẽ tăng 0.0478%. Tác giả kỳ vọng biến DEP có mối tương quan thuận đến hiệu quả hoạt động của ngân hàng do đó phát hiện này không phù hợp với kỳ vọng của tác giả nhưng được sự ủng hộ của Kaya (2002) với kết quả nghiên cứu cho rằng tỉ lệ tiền gửi trên tổng tài sản đều tác động ngược chiều đến cả ROA và ROE.
• Yếu tố tỉ lệ tổng lãi ròng trên tổng tài sản - TNI
Nghiên cứu kỳ vọng tác động dương của biến số TNI tới ROA và ROE, có nghĩa là tỉ lệ thu nhập lãi thuần trên tổng tài sản càng cao thì hiệu quả hoạt động của ngân hàng càng cao. Điều này được thể hiện ở dấu (+) của biến TNI trong kết quả của cả hai mô hình cho thấy biến TNI có ý nghĩa thống kê với mức ý nghĩa 1% tới ROA và 1% tới ROE. Hệ số hồi quy của biến TNI trong mô hình ROA là 0.2397 và trong mô hình ROE là 1.9178, tức là khi tỉ lệ thu nhập lãi thuần trên tổng tài sản tăng 1% thì lợi nhuận trên tổng tài sản ROA tăng 0.2397% còn lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu ROE tăng 1.9178%.
Nguồn thu nhập lớn nhất của ngân hàng xuất phát từ hoạt động tín dụng. Do đó, các ngân hàng được yêu cầu tận dụng lợi thế của việc sản xuất tài sản sau đó được phân phối dưới dạng tín dụng để có được thu nhập từ lãi suất. Thu nhập lãi thuần càng cao là khi chênh lệch giữa thu nhập lãi vay thu được từ việc cho vay và các thu nhập tương tự khác với chi phí lãi vay phải trả từ việc nhận tiền gửi và các chi phí lãi khác càng cao. Nếu thu nhập lãi suất của ngân hàng lớn hơn chi phí lãi vay, khi đó khả năng sinh lời của ngân hàng sẽ tăng lên, từ đó làm tăng hiệu quả hoạt động của ngân hàng. Điều này phù hợp với lý thuyết về quản lý thu nhập hiệu quả mà các ngân hàng có thể lấy lợi thế của hoạt động tín
dụng tốt cũng sẽ làm tăng khả năng sinh lời được ủng hộ bởi kết quả nghiên cứu của Azam và Siddiqui (2012).
• Yeu tố tỉ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập - TEX
Kết quả thực nghiệm trên mô hình đã nghiên cứu cho thấy biến tỷ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập tác động tác động ngược chiều với ROA và ROE với mức ý nghĩa 1%. Hệ số hồi quy của biến TEX trong mô hình ROA là -0.0108 và trong mô hình ROE là - 0.0999, tức là khi tỉ lệ chi phí hoạt động trên thu nhập giảm 1% thì lợi nhuận trên tổng tài sản ROA tăng 0.0108% còn lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu ROE tăng 0.0999%. Phát hiện này phù hợp với kỳ vọng của tác giả và được sự ủng hộ của tác gải Rahman và cộng sự (2015). Chất lượng công tác khả năng quản trị chi phí luôn có tác động mạnh mẽ đến hiệu quả hoạt động của các NHTM Việt Nam, ngân hàng nào biết cắt giảm chi phí không cần thiết và kiểm soát tốt chi phí hoạt động của mình bao gồm các chi phí đầu vào như chi phí mặt bằng, những khoản chi cho đầu tư tài sản cố định, máy móc thiết bị, bảo vệ an ninh, phòng cháy chữa cháy, điện, nước... hay khoản chi phí đáng kể là chi phí về nhân sự thì sẽ mang lại hiệu quả và đạt lợi nhuận cao hơn cho ngân hàng.
• Yếu tố tỉ lệ vốn chủ sở hữu - EQI
Tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có ảnh hưởng đến hiệu quả hoạt động của NHTM Việt Nam tại nhiều kết quả nghiên cứu. Dựa vào mô hình có thể thấy rằng kết quả tác động của biến EQI đến ROA là dấu dương (+), còn với ROE là dấu âm (-). Điều này cho thấy, tỷ lệ vốn hóa càng cao thì lợi nhuận trên tổng tài sản càng cao, nhưng lại làm lợi nhuận trên vốn chủ sở hữu giảm. Ảnh hưởng của tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có quan hệ dương với ROA là đúng với kỳ vọng của bài nghiên cứu nhưng lại tương quan âm với ROE khi thực nghiệm với các ngân hàng thương mại Việt Nam. Tuy rằng tác động của biến EQI đi ngược lại với kỳ vọng ban đầu của nghiên cứu đến ROE nhưng được sự ủng hộ và giống với kết quả từ bài nghiên cứu của Trịnh Quốc Trung và Nguyễn Văn Sang (2013). Bên cạnh đó, nghiên cứu của Kaya (2002) cũng phát biểu rằng tỉ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản tác động tích cực đến ROA trong khi đó lại tác động tiêu cực đến ROE.
Phù hợp với kỳ vọng ban đầu và phù hợp với các nghiên cứu trước đó, kết quả hồi quy cho thấy biến tỷ lệ vốn chủ sở hữu trên tổng tài sản có tương quan thuận với ROA. Điều này có nghĩa là các ngân hàng có vốn hóa tốt được xem là có thể khai thác các cơ hội đầu tư tốt hơn, giảm chi phí phá sản và khắc phục các vấn đề phát sinh do các khoản thua
lỗ không lường trước được so với các ngân hàng khác. Điều này được phản ánh tích cực về chi phí vốn và nó làm tăng lợi nhuận. Ket quả này trùng với nghiên cứu tiến hành trước đó của Saira Javaid, Jamil Anwar, Khalid Zaman, Abdul Gafoor (2011) về các nền kinh tế mới nổi khác khi tìm thấy một tỷ lệ nắm giữ vốn cao đồng nghĩa với việc hiệu quả hoạt động và lợi nhuận tăng cao. Ngoài ra, một số nghiên cứu trước còn nhấn mạnh tại các nước đang phát triển, lượng vốn nắm giữ của ngân hàng là một quan tâm lớn cho những người gửi tiền, qua đó các ngân hàng sở hữu nhiều vốn sẽ có nhiều lượng tiền gửi và ổn định hơn, tác động tích cực đến lợi nhuận. Bên cạnh đó, khi ngân hàng gia tăng tỷ lệ vốn chủ sở hữu/ tổng tài sản bằng cách tăng vốn chủ sở hữu thì ngân hàng tăng được nguồn vốn để cho vay mà không phải trả lãi suất nên ngân hàng tiết kiệm được phần chi lãi suất tiền gửi và gia